王 棟 陳作松

(1福建師范大學(xué)體育科學(xué)學(xué)院, 福州 350117) (2上海交通大學(xué)體育系, 上海 200240)

1 前言

黨十八大報告明確提出：全面提高公民道德素質(zhì)……加強社會公德、職業(yè)道德、家庭美德、個人品德教育, 弘揚中華傳統(tǒng)美德, 弘揚時代新風(fēng)。《體育事業(yè)發(fā)展“十二五”規(guī)劃》也指出要加強運動隊思想政治工作和道德作風(fēng)建設(shè); 要加強賽風(fēng)賽紀和反興奮劑工作......營造公平、公開、公正的競賽環(huán)境。然而, 近年來競技運動中的不道德事件時有發(fā)生, 已構(gòu)成了不容忽視的體育社會問題, 引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。從現(xiàn)有研究看, 學(xué)者們已對運動道德的不同方面進行了研究, 如道德功能、道德判斷、道德推理和運動道德定向等(Chow, Murray,& Feltz, 2009; Kavussanu, 2006; 張根存, 2008)。Kavussanu (2006)認為研究運動道德的這些方面雖然重要, 但運動道德研究的最終目的仍在于解釋運動員的道德行為。然而, 目前有關(guān)運動員道德行為的實證研究還較為少見(Kavussanu, 2008; Kavussanu& Boardley, 2009; Kavussanu, Stamp, Slade, & Ring,2009)。運動員是競技運動的主體, 其行為表現(xiàn)往往可對公眾的認知產(chǎn)生積極或消極影響。因此, 有必要加強運動員道德行為的研究, 以幫助我們更好的理解運動員道德行為發(fā)生的內(nèi)在機制, 充分發(fā)揮運動員的榜樣作用。

為解釋個體道德行為發(fā)生的內(nèi)在機制, Bandura(1986)提出了有關(guān)道德思想和行為的社會認知理論。該理論認為個體通過社會化得以發(fā)展各自的道德標準, 這些道德標準對個體的道德行為起著監(jiān)督和調(diào)控作用, 即當個體做出與道德標準相符的行為時會產(chǎn)生自我尊敬等積極情緒, 從而促使個體積極主動的做出道德行為; 但當個體做出與道德標準不符的行為時則會產(chǎn)生愧疚等消極情緒, 以抑制個體做出不道德行為。同時, 社會認知理論認為個體行為道德與否取決于行為的結(jié)果, 而非考量實施行為時的原因或動機(Bandura, 1999)。在運動心理學(xué)研究中, 通常依據(jù)個體行為結(jié)果對他人造成的影響將運動道德行為劃分為運動親社會行為和運動反社會行為(Kavussanu, 2006; Kavussanu, Seal, & Phillips,2006; Kavussanu et al., 2009; Sage, Kavussanu, &Duda, 2006)。運動親社會行為是指運動員個體表現(xiàn)出的幫助他人或使他人受益的行為, 如幫助受傷的運動員等; 運動反社會行為則是指運動員個體表現(xiàn)出的傷害他人或使他人不利的行為, 如傷害對手等(Kavussanu & Boardley, 2009)。雖然運動道德行為可劃分為運動親社會行為和運動反社會行為, 但現(xiàn)有研究大多集中于運動反社會行為方面, 運動親社會行為的研究還較少受關(guān)注(Hodge & Lonsdale,2011; Kavussanu, 2008)。Sage 等人(2006)認為研究運動反社會行為雖然重要, 但是運動作為塑造良好品格的工具, 運動親社會行為的研究更應(yīng)受到重視。因此, 本研究在對運動反社會行為進行研究的同時, 也對運動親社會行為進行了探究。

雖然道德標準可監(jiān)督和調(diào)控個體的道德行為,但個體行為并不總是與其道德標準相一致——即“知行不一”。Bandura (1986)認為這是由于個體使用了道德推脫(Moral Disengagement)所致。Bandura認為個體可以通過8種推脫機制, 即道德辯護、非人性化、委婉標簽、結(jié)果扭曲、責任轉(zhuǎn)移、責備歸因、責任擴散和有利比較, 使道德的自我調(diào)節(jié)功能失效, 從而避免或減少不道德行為產(chǎn)生的負性情緒體驗。迄今為止, 道德推脫研究已引起了不同領(lǐng)域研究者的興趣, 如學(xué)校欺凌行為、監(jiān)獄犯人以及軍人行為等(楊繼平, 王興超, 高玲, 2010)。日常生活與運動情景密不可分, “競爭”使運動情景更易出現(xiàn)不道德行為(Kavussanu, Boardley, Sagar, & Ring,2013)。因此, 學(xué)者們將道德推脫引入運動領(lǐng)域, 認為運動道德推脫是指運動員個體產(chǎn)生的特定認知傾向, 包括運動員在認知上重構(gòu)自己的行為, 使其傷害性更小, 最大程度的減少自己在行為后果中的責任和降低對受傷者的認同等(陳作松, 王棟,2013)。

目前, 運動道德推脫研究已引起了廣泛關(guān)注(Boardley & Kavussanu, 2007, 2010; Corrion, Long,Smith, & d’Arripe-Longueville, 2009; Hodge, Hargreaves,Gerrard, & Lonsdale, 2013; 李祥紅, 2013; Long,Pantaléon, Bruant, & d’Arripe-Longueville, 2006;Lucidi et al., 2008; 祝大鵬, 2013)。Corrion等人(2009)對24名精英運動員(籃球和跆拳道)不道德行為的訪談稿進行了分析, 發(fā)現(xiàn)道德辯護、委婉標簽、有利比較、扭曲結(jié)果、責任擴散以及責任轉(zhuǎn)移都是運動員常用的推脫機制, 非人性化和責備歸因兩機制運動員使用的頻率相對較少。國內(nèi)學(xué)者李祥紅(2013)對參與籃足球運動的大學(xué)生研究指出運動道德推脫包含委婉標示、優(yōu)勢對比、責任轉(zhuǎn)移、去人性化、道德論證、責任分散、結(jié)果扭曲和責備歸因8個維度。雖然以上研究支持了運動道德推脫的八因子結(jié)構(gòu), 但也有學(xué)者對此提出了不同的觀點,Long等人(2006)對國際級高水平運動員的半結(jié)構(gòu)訪談卻只發(fā)現(xiàn)了道德辯護、責任轉(zhuǎn)移、委婉標簽、責任擴散和扭曲結(jié)果 5個維度; Boardley和Kavussanu (2007)的研究也只發(fā)現(xiàn)了行為重建、有利比較、非責任、扭曲結(jié)果、非人性和責備歸因6個維度, 他們指出道德辯護和委婉標簽、責任轉(zhuǎn)移和責任擴散存在著相似的功能。此后, Boardley和Kavussanu (2011)認為運動道德推脫還可劃分為 4類, 即行為重建、非責任、扭曲結(jié)果以及責備受害者行為。可見, 運動員運動道德推脫的結(jié)構(gòu)還存在一定爭議。

除此之外, 探討運動道德推脫與運動親反社會行為的關(guān)系也是該領(lǐng)域研究的熱點。運動親反社會行為的早期研究主要是以對手為指向, 近期, 研究發(fā)現(xiàn)運動親反社會行為同樣也會發(fā)生在隊友的身上, 如口頭鼓勵或指責隊友等(Boardley &Kavussanu, 2007; Kavussanu & Boardley, 2009)。從現(xiàn)有實證研究看, 運動道德推脫會對運動反社會行為產(chǎn)生顯著的正向影響(Boardley & Kavussanu,2009, 2010; Hodge & Lonsdale, 2011)。但是運動道德推脫能否影響運動親社會行為(隊友和對手)則存在一定爭議。一方面, 有研究發(fā)現(xiàn)運動道德推脫可以對運動親社會行為(對手)產(chǎn)生顯著的負向影響,但并不能顯著負向影響運動親社會行為(隊友)(Boardley & Kavussanu, 2009)。Boardley 和 Kavussanu(2009)認為這可能與團隊內(nèi)的“合作”有關(guān), 隊友間的運動親社會行為可以影響隊內(nèi)人際關(guān)系, 從而削弱了運動道德推脫與運動親社會行為(隊友)之間的關(guān)系。另一方面, 也有研究發(fā)現(xiàn)運動道德推脫并不能對運動親社會行為(隊友和對手)產(chǎn)生顯著的負向影響(Hodge & Lonsdale, 2011)。Bandura, Barbaranelli,Caprara和Pastorelli (1996)認為道德推脫可以通過某些推脫機制影響個體的移情水平從而對親社會行為產(chǎn)生影響, 而且生活領(lǐng)域的研究也表明道德推脫可以對個體的親社會行為產(chǎn)生顯著的負向影響(王興超, 楊繼平, 2013)。因此, 運動道德推脫與運動親反社會行為之間的關(guān)系(隊友和對手)還有待進一步的考察。

基于以上分析可知, 國內(nèi)外對運動道德推脫結(jié)構(gòu)的研究還存在一定爭議, 現(xiàn)有測量工具的效度還難以讓人信服(Boardley & Kavussanu, 2007, 2008;李祥紅, 2013), 這些測量工具都是以集體項目運動員為被試而編制, 只適合足籃球等集體項目, 對從事個人項目(如散打、拳擊等)運動員的運動道德推脫測量是否具有普適性有待驗證, 故有必要對我國運動員運動道德推脫的結(jié)構(gòu)再進行實證研究, 編制一份對集體項目和個人項目都適合的運動道德推脫量表。同時, 我國運動員運動道德推脫的研究還處于起步階段, 我國運動員運動道德推脫與運動親反社會行為(隊友和對手)關(guān)系的研究還尚未發(fā)現(xiàn),運動道德推脫能否解釋和預(yù)測我國運動員的運動親反社會行為(隊友和對手)也有待考究。因此, 本研究擬在尋找適合我國運動員運動道德推脫測量工具的基礎(chǔ)上, 對我國運動員運動道德推脫與運動親反社會行為的關(guān)系進行探究, 對更好的理解運動道德推脫與運動員道德行為之間的關(guān)系, 完善競技體育倫理學(xué)具有重要的理論意義。對有效制訂我國運動員不道德行為發(fā)生的預(yù)防策略和加強我國運動員的職業(yè)道德教育具有重要的現(xiàn)實價值。

2 我國運動員運動道德推脫量表的編制

2.1 研究方法

2.1.1 被試

樣本一：選取9名福建省省隊運動員(健將級)為訪談對象, 其中, 男性 5名, 女性 4名。平均年齡 20.21 ± 2.14 歲; 平均訓(xùn)練年限 6.83 ± 2.73 年。運動項目涉及籃球(

n

= 3;

n

= 2,

n

= 1)、排球(

n

= 2;

n

= 1,

n

= 1)、散打(

n

= 2;

n

= 1,

n

= 1)、跆拳道(

n

= 2;

n

= 1,

n

= 1)。樣本二：選取 310名上海體育學(xué)院運動員(二級以上)為被試。問卷有效被試254人, 其中, 男性130名, 女性124名; 健將級19名, 一級69名, 二級166名。平均年齡20.34 ± 1.45歲; 平均訓(xùn)練年限7.83 ± 3.73年。運動項目涉及橄欖球(

n

= 17;

n

=13,

n

= 4)、手球(

n

= 19;

n

= 11,

n

= 8)、籃球(

n

= 26;

n

= 13,

n

= 13)、足球(

n

= 29;

n

= 16,

n

= 13)、排球(

n

= 27;

n

= 11,

n

=16)、摔跤(

n

= 19;

n

= 8,

n

= 11)、散打(

n

= 23;

n

= 15,

n

= 8)、拳擊(

n

= 31;

n

= 17,

n

=14)、柔道(

n

= 21;

n

= 10,

n

= 11)、跆拳道(

n

=21;

n

= 8,

n

= 13)和空手道(

n

= 21;

n

= 8,

n

= 13)。樣本三：另選取 350名上海體育學(xué)院(200名)和武漢體育學(xué)院(150名)運動員(二級以上)為被試。問卷有效被試283人, 其中, 男性176名, 女性107名; 健將級 21名, 一級 89名, 二級173名。平均年齡 20.23 ± 1.53 歲; 平均訓(xùn)練年限 6.19 ± 3.32 年。運動項目涉及橄欖球(

n

= 13;

n

= 9,

n

= 4)、籃球(

n

= 49;

n

= 34,

n

= 15)、足球(

n

= 46;

n

= 30,

n

= 16)、排球(

n

= 36;

n

= 16,

n

=20)、跆拳道(

n

= 23;

n

= 9,

n

= 14)、拳擊(

n

= 22;

n

= 15,

n

= 7)、摔跤(

n

= 23;

n

= 11,

n

=12)、柔道(

n

= 6;

n

= 5,

n

= 1)、散打(

n

= 47;

n

= 37,

n

= 10)和空手道(

n

= 18;

n

= 10,

n

= 8)。

2.1.2 運動道德推脫量表的條目來源及修正

第一, 依據(jù)運動道德推脫概念及表現(xiàn), 對樣本一的運動員進行了訓(xùn)練課后的單獨訪談, 將訪談內(nèi)容改編為相應(yīng)的條目, 如“當時看著對方打了自己的隊友, 我覺得很氣憤, 所以就沖上去了, 總不能看著自己隊友被打吧”改為“為保護隊友而打架并沒有錯”等。

第二, 針對媒體對我國運動員不道德事件的采訪報道進行了整理, 并根據(jù)報道中運動員的表述改編為相應(yīng)的條目(表1)。

第三, 根據(jù) Bandura (1986)道德推脫理論, 參照Boardley和Kavussanu (2007)編制的運動道德推脫量表(MDSS)中的一些條目。

第四, 小組討論。對題庫條目逐一進行小組討論(小組成員由運動經(jīng)驗豐富的運動員和具備扎實運動心理學(xué)知識的研究生組成), 根據(jù)討論意見刪改不當詞語、表述或條目, 合并含義相同或基本一致的條目。

第五, 征詢專家建議。將小組討論后的題庫提交相關(guān)專家評定, 根據(jù)專家建議再次對條目進行修正。鑒于條目多涉及不道德行為, 為降低“社會期望效應(yīng)”和“練習(xí)效應(yīng)”, 研究盡量減少條目中的否定詞匯(將否定詞改為肯定詞), 并增加了反向計分條目的數(shù)量(8個反向計分題)。

基于以上5點, 編制了48個條目的運動道德推脫初始量表, 采用5點計分, 計分范圍從“完全不同意”得1分至“完全同意”得5分, 得分越高說明運動員的運動道德推脫水平越高。

2.1.3 施測及數(shù)據(jù)處理

施測由多名運動心理學(xué)專業(yè)研究生組織集體施測, 使用統(tǒng)一指導(dǎo)語指導(dǎo)運動員作答。其中, 樣本二共發(fā)放問卷310份, 回收有效問卷254份, 有效回收率為 90.1%; 樣本三共發(fā)放問卷 350份, 回收有效問卷 283份, 有效回收率為 86.3%。采用SPSS 16.0對樣本二的數(shù)據(jù)進行項目分析和探索性因素分析, 使用Amos 17.0對樣本三的數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析。

表1 采訪報道的內(nèi)容改編項目例舉

2.2 研究結(jié)果

2.2.1 項目分析

研究以27%的分數(shù)作為高、低分組的界限, 采用獨立樣本

t

檢驗檢驗兩組在各個條目上的差異,結(jié)果表明未達顯著性的條目共11題(A2、A6、A7、A10、A14、A18、A22、A31、A33、A37、A38), 故予以刪除, 余下37個項目。

2.2.2 探索性因素分析

對剩余的 37個項目進行探索性因素分析,Bartlett’ s 球形檢驗(χ= 2942,

df

= 666,

p

< 0.001)和KMO檢驗(KMO = 0.85), 表明數(shù)據(jù)適合進行因素分析。選用主成分分析法進行方差極大正交旋轉(zhuǎn),以共同度小于0.2; 因子載荷低于0.4; 跨因子載荷大于 0.15為取舍標準(王俊明, 1999), 經(jīng)兩次探索性因素分析發(fā)現(xiàn), 特征值大于1的因子共5個(碎石圖曲線在第 5個因素后開始趨于平緩), 特征值分別為 2.97、2.42、2.03、1.96和 1.82, 累積方差貢獻率為55.99%(表2)。根據(jù)條目內(nèi)容, 分別命名如下：

(1)因子1包括6個項目, 反映的是運動員對不道德行為的重新解釋, 將不道德行為轉(zhuǎn)變?yōu)楦山邮艿男袨? 命名為行為重建。

(2)因子2包括5個條目, 反映的是運動員將不道德行為與另外一種更應(yīng)受到責備的行為進行對比, 使不道德行為看起來并不怎么嚴重, 命名為有利比較。

(3)因子3包括3個條目, 反映的是運動員在認知上剝奪對手“人”的本質(zhì), 命名為非人性化。

(4)因子4包括3個條目, 反映的是運動員使用無罪或者中立的語言對原本應(yīng)受譴責的行為進行“偽裝”, 命名為委婉標簽。

(5)因子5包括3個條目, 反映的是運動員努力減少自身對不道德行為應(yīng)負的責任, 命名為非責任。

表2 主成分與方差極大正交旋轉(zhuǎn)分析摘要

2.2.3 驗證性因素分析

基于以往研究(Boardley & Kavussanu, 2007,2008; 李祥紅, 2013)和探索性因素分析結(jié)果, 研究只對運動道德推脫的一階五因子模型進行了檢驗(圖 1)。結(jié)果顯示, χ= 300.60,

df

= 161, χ/

df

= 1.87,AGFI = 0.89, CFI = 0.87, IFI = 0.87, RMSEA =0.06。各模型擬合指數(shù)都達到了推薦標準(畢重增,黃希庭, 2009; Browne & Cudeck, 1993; Sharma,Mukherjee, Kumar, & Dillon, 2005), 而且各個觀測變量在潛變量上的載荷較高, 表明運動道德推脫量表具有較好的構(gòu)想效度。

2.2.4 量表的信度分析

內(nèi)部一致性信度分析表明, 行為重建、有利比較、非人性、委婉標簽和非責任 5個分量表的Cronbach's α系數(shù)分別為 0.78、0.68、0.65、0.54和0.59, 雖然有些分量表的 Cronbach's α系數(shù)較低,但在社會科學(xué)研究中屬于可接受的范圍(榮泰生,2009), 說明量表具有較高的信度。

2.3 討論

2.3.1 我國運動員運動道德推脫量表的有效性

研究以道德推脫理論為依據(jù), 對運動員運動道德推脫進行概念的操作化定義, 多渠道、全方面收集運動道德推脫量表的試題庫, 并對試題庫所有項目進行了仔細的斟酌與推敲。量表編制過程也考慮到了諸多易導(dǎo)致調(diào)研誤差的因素, 如條目詞語或修飾的表達問題、“社會期望效應(yīng)”、“練習(xí)效應(yīng)”等。研究經(jīng)項目分析和探索性因素分析, 最終形成了五因子的運動道德推脫量表。驗證性因素分析表明運動道德推脫量表的模型擬合度較好, 各個觀測因素在潛變量上的載荷也較高, 說明運動道德推脫具有較好的構(gòu)想效度。此外, 量表的Cronbach's α系數(shù)為 0.80, 各個分量表的 Cronbach's α系數(shù)在 0.54～0.78之間, 雖然有些分量表的信度偏低, 但在社會科學(xué)研究中屬于可接受的范圍(榮泰生, 2009)。因此,不論從量表的結(jié)構(gòu)效度還是內(nèi)在一致性信度, 自編運動道德推脫量表均具有較好的測量學(xué)特性, 可作為測量我國運動員運動道德推脫的有效工具。

圖1 運動道德推脫量表的結(jié)構(gòu)模型圖

2.3.2 我國運動員運動道德推脫的結(jié)構(gòu)

研究編制的運動道德推脫量表, 是一個一階五因子模型, 與前人研究存在一定的差異(Boardley& Kavussanu, 2007, 2008; 李祥紅, 2013)。導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因, 可能與中國傳統(tǒng)文化有關(guān), 中國傳統(tǒng)文化強調(diào)“崇德利用”, 注重自身德行的內(nèi)斂與升華,導(dǎo)致個體的外在行為具有相當?shù)谋Ｊ匦?辜德宏,2010)。同時, 儒學(xué)大師梁漱溟(1987)也指出“隱忍”是中國人的特點之一, 中國人的忍耐力至高, 遇事總喜謙讓隱忍, 注重倫理關(guān)系, 處理爭論總是礙于面子而寧肯自己吃虧。這必然會使中國運動員的行為表現(xiàn)出一定的保守性, 從責備歸因看, 與我國文化存在一定的沖突, 如“受到對手的嘲諷而傷害對手是可以的”, 對于中國運動員而言, 不太可能因為對手的幾句嘲諷而傷害對手。對西方運動員則不同, 西方文化更強調(diào)維護個人權(quán)益, 鼓勵對侵犯自身權(quán)益的他人行為給予積極的回應(yīng)。另外, Bandura等(1996)也認為非人性化和責備歸因具有相似的功能, 都是在受害者行為上起作用, 所以非人性化維度可能緩沖了責備歸因的作用。此外, Bandura和Barbaranelli還認為道德推脫涵道德辯護與忽視或扭曲結(jié)果等機制, 實際上, 道德辯護是將有害行為轉(zhuǎn)變成為更可被接受行為的認知基礎(chǔ), 本研究中“行為重建”維度包涵了道德辯護與扭曲結(jié)果之義。

3 我國運動員運動道德推脫與運動親反社會行為的關(guān)系

3.1 研究方法

3.1.1 被試

選取394名武漢體育學(xué)院運動員(二級以上)為被試。問卷有效被試306人, 其中, 男性234名, 女性72名; 健將級29名, 一級93名, 二級184名。平均年齡 19.90 ± 1.52歲; 平均訓(xùn)練年限 4.52 ±2.32年。運動項目涉及足球(

n

= 56;

n

= 48,

n

= 8)、籃球(

n

= 68;

n

= 62,

n

= 6)、排球(

n

= 24;

n

= 14,

n

= 10)、跆拳道(

n

= 25;

n

= 15,

n

= 10)、摔跤(

n

= 28;

n

= 20,

n

= 8)、散打(

n

= 52;

n

= 44,

n

= 8)、空手道(

n

= 28;

n

=18,

n

= 10)和拳擊(

n

= 25;

n

= 13,

n

= 12)。

3.1.2 研究工具

運動道德推脫量表。

采用前文編制的運動道德推脫量表(20個條目), 包括行為重建、有利比較、委婉標簽、非人性化和非責任5個分量表。采用5點計分, 計分范圍從“完全不同意”得 1分至“完全同意”得 5分, 得分越高表示運動員的運動道德推脫水平越高。本研究中, 總量表的Cronbach's α系數(shù)為0.76, 各個分量表的Cronbach's α系數(shù)分別為0.83、0.73、0.65、0.63 和 0.65。

運動親反社會行為量表。

采用祝大鵬(2012)修訂的運動親反社會行為量表(23個條目), 包括運動親社會行為(隊友)、運動親社會行為(對手)、運動反社會行為(隊友)和運動反社會行為(對手)4個分量表。采用 5點計分, 計分范圍從“從來沒有”得 1分至“非常多”得5分, 得分越高表示運動員從事相應(yīng)的行為越頻繁, 在本研究中, 總量表的Cronbach's α系數(shù)為0.82, 各個分量表的Cronbach's α系數(shù)分別為0.76、0.60、0.82和0.87。

3.1.3 施測及數(shù)據(jù)處理

由多名運動心理學(xué)專業(yè)研究生組織集體施測,使用統(tǒng)一指導(dǎo)語指導(dǎo)運動員作答, 共發(fā)放問卷 394份, 回收問卷362 份, 有效問卷 306份, 有效回收率為84.5%。使用SPSS 16.0對有效數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計處理。

3.2 研究結(jié)果

3.2.1 共同方法偏差檢驗

采用量表方式進行數(shù)據(jù)的收集可能會存在共同方法偏差(common method biases)問題, 根據(jù)周浩和龍立榮(2004)的建議, 從程序控制和統(tǒng)計控制兩方面對這一問題進行了控制。本研究先采用反向計分題、強調(diào)匿名性和保密性、平衡條目的順序效應(yīng)以及改進量表條目等進行了程序控制。數(shù)據(jù)收集完成后, 進一步采用 Harman單因素檢驗對共同方法偏差進行了檢驗, 結(jié)果表明特征值大于1的因子有 10個, 且第一個因子解釋的變異量為 16.72%,小于臨界值 40% (周浩, 龍立榮, 2004), 說明本研究共同方法偏差不顯著。

3.2.2 性別、項目類型和運動等級對運動道德推脫的效應(yīng)

研究以性別、項目類型和運動等級為自變量,運動道德推脫各因子得分為因變量進行 2×2×3的多元方差分析。結(jié)果表明性別、項目類型和運動等級對運動道德推脫的主效應(yīng)均不顯著(Wilksλ＝0.97,

F

(5, 290)＝1.83,

p >

0.05; Wilksλ＝0.99,

F

(5,290)＝0.83,

p >

0.05; Wilksλ＝0.97,

F

(10, 580)＝0.93,

p >

0.05); 性別、項目類型和運動等級對運動道德推脫的交互效應(yīng)顯著(Wilksλ＝0.94,

F

(10, 580)＝1.90,

p

< 0.05), 體現(xiàn)在行為重建維度(

F

(2, 294)＝3.68,

p

< 0.05)。一級和健將級個人項目的女運動員平均得分高于集體項目, 二級集體項目女運動員的平均得分高于個人項目; 二級、一級和健將級集體項目男運動員的平均得分都高于個人項目(表3)。

3.2.3 各變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

各變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析見表4。由表4可知, 不同的推脫機制與不同指向的運動親反社會行為之間的相關(guān)性存在差異, 說明在對不同指向運動親反社會行為進行預(yù)測時, 起預(yù)測效應(yīng)的推脫機制可能會有所不同, 這為后續(xù)深入探尋有效預(yù)測運動親反社會行為的指標奠定了基礎(chǔ)。

3.2.4 運動親反社會行為與運動道德推脫機制的層次回歸方程分析

研究以相關(guān)分析為基礎(chǔ), 采用層次回歸考察在控制性別、項目類型、運動等級三個變量后, 運動道德推脫是否可以有效解釋和預(yù)測運動親反社會行為。運動道德推脫與運動親社會行為(隊友)的層次回歸分析表明(表5), 性別、項目類型和運動等級僅解釋了運動親社會行為(隊友)變異的 5%,

F

(3,302)＝5.37,

p

< 0.01; 在控制性別、項目類型和運動等級的基礎(chǔ)上, 非責任和委婉標簽進入最優(yōu)回歸模型, 可負向預(yù)測運動親社會行為(隊友), 獨立貢獻率為 13% (

F

(1, 300)＝9.59,

p

< 0.01), 非責任的預(yù)測效果(β = ?0.31,

t

= ?5.81,

p

< 0.01)優(yōu)于委婉標簽(β = ?0.17,

t

= ?3.10,

p

< 0.01)。

表3 行為重建的描述性統(tǒng)計結(jié)果(N = 306)

表4 各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果及相關(guān)系數(shù)(N = 306)

運動道德推脫與運動親社會行為(對手)的層次回歸分析表明(表6), 性別、項目類型和運動等級解釋了運動親社會行為(對手)變異的6%,

F

(3, 302)＝6.23,

p

< 0.01; 在控制性別、項目類型和運動等級的基礎(chǔ)上, 非責任和有利比較進入最優(yōu)回歸模型,可負向有預(yù)測運動親社會行為(對手), 獨立貢獻率為13% (

F

(1, 300)＝20.29,

p

< 0.01), 非責任的預(yù)測效果(β = ?0.28,

t

= ?5.27,

p

< 0.01)優(yōu)于有利比較(β = ?0.24,

t

= ?4.50,

p

< 0.01)。

表5 運動親社會行為(隊友)的層次回歸分析結(jié)果

注：性別(女性 = 0, 男性 = 1)、項目類型(集體項目 = 1,個人項目 = 2)和運動等級(二級 = 1, 一級 = 2, 健將級 = 3)為虛擬變量, 下同。

表6 運動親社會行為(對手)的層次回歸分析結(jié)果

運動道德推脫與運動反社會行為(隊友)的層次回歸分析表明(表7), 性別、項目類型和運動等級可解釋運動反社會行為(隊友)變異的 11% (

F

(3, 302)＝12.88,

p

< 0.01), 項目類型(β = ?0.29,

t

= ?5.32,

p

< 0.01)成為負向預(yù)測運動反社會行為(隊友)的最佳變量; 在控制性別、項目類型和運動等級的基礎(chǔ)上,委婉標簽、行為重建和非人性化進入最優(yōu)回歸模型,可正向預(yù)測運動反社會行為(隊友), 獨立貢獻率為17% (

F

(1, 299)＝8.12,

p

< 0.01), 委婉標簽的預(yù)測作用(β = 0.23,

t

= 4.16,

p

< 0.01)優(yōu)于行為重建(β= 0.20,

t

= 3.68,

p

< 0.01)和非人性化(β = 0.15,

t

=2.85,

p

< 0.01)。運動道德推脫與運動反社會行為(對手)的層次回歸分析表明(表8), 性別、項目類型和運動等級可解釋運動反社會行為(對手)變異的29% (

F

(3, 302)＝41.31,

p

< 0.01), 項目類型(β = ?0.49,

t

= ?9.94,

p

<0.01)成為負向預(yù)測運動反社會行為(對手)的最佳變量; 在控制性別、項目類型和運動等級的基礎(chǔ)上,行為重建、委婉標簽和非人性化進入最優(yōu)回歸模型,可正向預(yù)測運動反社會行為(對手), 獨立貢獻率為17% (

F

(1, 299)＝4.57,

p

< 0.05), 行為重建的預(yù)測作用(β = 0.25,

t

= 5.33,

p

< 0.01)優(yōu)于委婉標簽(β =0.22,

t

= 4.63,

p

< 0.01)和非人性化(β = 0.10,

t

=2.14,

p

< 0.05)。

表7 運動反社會行為(隊友)的層次回歸分析結(jié)果

表8 運動反社會行為(對手)的層次回歸分析結(jié)果

3.3 討論

3.3.1 性別、項目類型和運動等級對運動道德推脫的影響

本研究表明性別、項目類型和運動等級對運動道德推脫的主效應(yīng)均不顯著, 性別、項目類型和運動等級對運動道德推脫的交互效應(yīng)顯著, 體現(xiàn)在行為重建維度。這可能與行為重建是運動員最常用的推脫機制有關(guān)(Traclet, Romand, Moret, & Kavussanu,2011)。同時, 交互效應(yīng)的組間檢驗發(fā)現(xiàn)——一級和健將級個人項目女運動員的平均得分高于集體項目, 二級集體項目女運動員平均得分卻高于個人項目。究其原因, 一方面, 可能與參與比賽的重要程度有關(guān)。一級和健將級女運動員參加的比賽往往較二級運動員重要, 運動員所承受的心理壓力明顯大于二級運動員; 另一方面, 也可能與責任分擔有關(guān)。對于個人項目一級和健將級女運動員而言, 要獨立承擔不道德行為應(yīng)負的責任, 不像二級集體項目女運動員那樣可將負責推脫到隊友身上。對男性運動員則不同, 集體項目男運動員的平均得分均高于個人項目, 這與前人的研究結(jié)果相一致(Boardley& Kavussanu, 2007)。集體項目是由多人共同參與,身體接觸程度高, 更易于發(fā)生碰撞、挑釁等不道德行為, 加之男女社會認知上的差異(楊繼平, 王興超, 2012), 男性運動員更易使用行為重建擺脫罪責。這一結(jié)果提示在降低運動員運動道德推脫水平的干預(yù)研究時應(yīng)考慮性別、項目類型和運動等級的交互影響差異。

3.3.2 運動道德推脫與運動親社會行為的關(guān)系

運動道德推脫與運動親社會行為(隊友)的相關(guān)和回歸分析表明, 運動道德推脫與運動親社會行為(隊友)顯著負相關(guān), 可負向顯著預(yù)測運動親社會行為(隊友)。這不同于以往研究(Boardley & Kavussanu,2009)。Boardley和 Kavussanu (2009)認為隊內(nèi)“合作”削弱了運動道德推脫對運動親社會行為(隊友)的影響。但是, 他們也指出這也可能是由于運動親社會行為(隊友)測量方法不準確所致。本研究表明運動道德推脫水平越高的運動員越少從事運動親社會行為(隊友), 如很少鼓勵隊友等。這是因為運動道德推脫水平越高的運動員在面對隊友的求助情景時, 更易通過運動道德推脫為自身的不助人行為找到推脫的借口, 從而擺脫或減少負性情緒的產(chǎn)生。從層次回歸分析結(jié)果看, 運動道德推脫對運動親社會行為(隊友)的解釋效應(yīng)高于性別、項目類型和運動等級, 而且是通過是通過委婉標簽和非責任兩因子實現(xiàn)的。同時, 研究發(fā)現(xiàn)非責任的預(yù)測效果優(yōu)于委婉標簽, 也證明了相關(guān)分析的結(jié)果, 非責任成為運動親社會行為(隊友)的最佳預(yù)測指標。

運動道德推脫與運動親社會行為(對手)的相關(guān)和回歸分析表明, 運動道德推脫與運動親社會行為(對手)顯著負相關(guān), 可負向顯著預(yù)測運動親社會行為(對手)。這與以往研究結(jié)果相一致(Boardley &Kavussanu, 2009)。說明運動道德推脫水平越高的運動員越少從事運動親社會行為(對手)。這是因為運動道德推脫水平越高的運動員在面對對手的求助情景時, 越易通過運動道德推脫為自身的不助人行為找到推脫的借口, 從而避免或減少負性情緒的產(chǎn)生。從層次回歸分析結(jié)果看, 運動道德推脫對運動親社會行為(對手)解釋效應(yīng)高于性別、項目類型和運動等級, 而且是通過非責任和有利比較兩因子實現(xiàn)的。同時, 研究發(fā)現(xiàn)非責任的預(yù)測效果優(yōu)于有利比較, 非責任成為負向預(yù)測運動親社會行為(對手)的最佳變量。

可見, 對運動親社會行為(隊友和對手)而言,運動道德推脫對運動親社會行為(隊友和對手)的解釋程度皆高于性別、項目類型和運動等級, 非責任成為負向預(yù)測運動親社會行為(隊友和對手)的最佳變量。非責任是指運動員努力減少自身對不道德行為應(yīng)負的責任。當運動員面臨其他運動員的求助情景時, 往往會使用非責任為自己的不助人行為找到推脫的借口, 借以減少自身應(yīng)負責任, 擺脫或減小負性情緒的產(chǎn)生。同時, 研究也說明責任心越強的運動員越不容易使用運動道德推脫及機制, 所以非責任成為負向預(yù)測運動親社會行為(隊友和對手)的最佳指標。

3.3.3 運動道德推脫與運動反社會行為的關(guān)系

運動道德推脫與運動反社會行為(隊友)的相關(guān)和回歸分析表明, 運動道德推脫與運動反社會行為(隊友)顯著正相關(guān), 可正向顯著預(yù)測運動反社會行為(隊友)。這與之前研究結(jié)果相一致(Boardley& Kavussanu, 2009, 2010; Hodge & Lonsdale,2011)。說明運動道德推脫水平越高的運動員越容易從事運動反社會行為(隊友), 如與隊友爭吵等。這是因為運動道德推脫水平越高的運動員越容易使用運動道德推脫及機制使自我的道德調(diào)節(jié)功能失效, 從而為運動反社會行為(隊友)開脫, 以擺脫或減少自身罪責。從層次回歸分析結(jié)果看, 性別、項目類型和運動等級對運動反社會行為(隊友)的解釋程度較高, 項目類型成為負向運動反社會行為(隊友)的最佳預(yù)測變量。同時, 運動道德推脫也可以有效解釋運動反社會行為(隊友), 解釋效應(yīng)是通過委婉標簽、行為重建和非人性化實現(xiàn)的, 而且委婉標簽的預(yù)測作用優(yōu)于行為重建和非人性化,委婉標簽成為預(yù)測運動反社會行為(隊友)的最佳推脫變量。

運動道德推脫與運動反社會行為(對手)的相關(guān)和回歸分析表明, 運動道德推脫與運動反社會行為(對手)顯著正相關(guān), 可顯著正向預(yù)測運動反社會行為(對手)。這與以往研究結(jié)果相同(Boardley &Kavussanu, 2009, 2010; Hodge & Lonsdale, 2011),說明運動道德推脫水平越高的運動員越容易從事運動反社會行為(對手)。這是因為運動道德推脫水平越高的運動員在面對與對手有關(guān)的道德情景時,更易使用運動道德推脫使道德的自我調(diào)節(jié)功能失效, 從而為自己的運動反社會行為(對手)找到開脫的借口, 擺脫或較少自身罪責。從層次回歸分析結(jié)果看, 性別、項目類型和運動等級可有效解釋運動反社會行為(對手), 項目類型成為負向運動反社會行為(對手)的最佳預(yù)測變量。同時, 運動道德推脫也可以有效解釋運動反社會行為(對手), 解釋效應(yīng)是通過行為重建、委婉標簽和非人性化三個因子實現(xiàn)的, 行為重建的預(yù)測效應(yīng)優(yōu)于委婉標簽和非人性化, 行為重建成為預(yù)測運動反社會行為(對手)的最佳推脫變量。

對運動反社會行為(隊友和對手)而言, 性別、項目類型和運動等級都扮演著十分重要的角色, 尤其是對運動反社會行為(對手)。這說明性別、項目類型和運動等級可對運動反社會行為做出較大解釋, 而且項目類型成為負向預(yù)測運動反社會行為(隊友和對手)的最佳變量。這一結(jié)果提示在預(yù)測運動運動反社會行為(隊友和對手)時應(yīng)重點考慮項目類型這一變量。究其原因, 可能是由于集體項目的特點所致。集體項目大多是由多人共同參與, 身體接觸的程度高, 易于發(fā)生碰撞、挑釁等不道德行為。在運動道德推脫方面, 委婉標簽和行為重建分別成為正向預(yù)測運動反社會行為(隊友)和運動反社會行為(對手)的最佳變量。這是由于運動反社會行為指向的不同所致, 運動員在做出反社會行為(隊友)時,由于行為的指向是隊友, 礙于運動隊的人際團結(jié)與和諧, 運動員易使用較為委婉的推脫機制(委婉標簽)來找到擺脫的借口。但對運動反社會行為(對手)則不同, 運動員不需要考慮團隊內(nèi)的人際關(guān)系, 相關(guān)研究也證實行為重建是運動員使用的最為常見的推脫機制(Traclet et al., 2011), 因此才會出現(xiàn)上述差異。此外, 研究表明對運動反社會行為起預(yù)測效應(yīng)的推脫機制存在差異, 這也說明了研究不同指向運動反社會行為的必要性。

4 結(jié)論

(1)我國運動員運動道德推脫包含行為重建、有利比較、委婉標簽、非人性化和非責任。

(2)性別、項目類型和運動等級可有效解釋和預(yù)測運動反社會行為, 但對運動親社會行為的解釋和預(yù)測效應(yīng)較低, 項目類型成為負向預(yù)測運動反社會行為的最佳變量。

(3)在控制性別、項目類型和運動等級的基礎(chǔ)上,非責任成為負向預(yù)測運動親社會行為(隊友和對手)的最佳指標; 委婉標簽和行為重建分別成為正向預(yù)測運動反社會行為(隊友)和運動反社會行為(對手)的最佳指標。

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